翟培鑫 胡玉香 劉 莉

(山東師范大學心理學院，濟南 250014)

1 引言

焦慮是一種以生理性緊張的軀體癥狀和對未來的擔憂為主要特征的負面情緒狀態(tài)（Barlow,2002）。已有研究發(fā)現，大約有10% 的美國兒童達到焦慮障礙的診斷標準（Copeland, Angold,Shanahan, & Costello, 2014）。中國兒童青少年焦慮障礙檢出率高達20.31%～26.70%（傅小蘭, 張侃,2019）。作為兒童群體中發(fā)生率較高的一種情緒障礙，焦慮對兒童適應有重要影響（馬月, 劉莉, 王欣欣, 王美芳, 2016）。因此，探討兒童焦慮的影響因素，對于減輕兒童焦慮癥狀、促進兒童心理健康發(fā)展具有重要意義。

Bronfenbrenner（1979）的人類發(fā)展的生態(tài)系統(tǒng)理論指出，發(fā)展是人和環(huán)境交互作用的結果。兒童直接體驗的環(huán)境（微系統(tǒng)）才能最直接地影響兒童適應。其中，家庭作為兒童直接體驗的一種主要微系統(tǒng)環(huán)境，對兒童心理適應（如焦慮）尤為重要。例如，作為一個重要的家庭微系統(tǒng)因素，父母嚴厲管教與兒童焦慮狀況關系密切（Wang,Wang, & Liu, 2016）。

父母嚴厲管教是世界范圍內普遍存在的一種管教方式。其中，心理攻擊和體罰是發(fā)生率最高的兩種嚴厲管教行為（Wang et al., 2016）。對世界各國父母嚴厲管教的統(tǒng)計發(fā)現，在測查前一年有73.11%～88.60% 的父母使用過心理攻擊，有28.00%～84.00%的父母使用過體罰（Lansford &Deater-Deckard, 2012; Wang et al., 2016）。Lansford等（2014）調查了8 個國家共1196 名兒童，結果發(fā)現，父母體罰與兒童焦慮存在顯著正相關。Wang等（2016）對1971 個中國家庭的研究也發(fā)現了父母嚴厲管教與兒童焦慮的正相關關系。

然而，已有研究大多僅關注父母嚴厲管教與兒童焦慮的關系，鮮有研究對二者間關系的作用機制進行深入探討。僅有的幾項相關研究大多從個體因素層面對二者間的關系機制進行考察，發(fā)現了一些兒童因素（如兒童自尊、HPA 軸活動）和父母因素（如母親失望情緒）在二者間關系中起重要作用（王美芳, 劉莉, 金英娣, 2015; Clarke et al., 2007; Liu & Wang, 2020）。然而，已有研究較少探討家庭關系因素在二者關系中的作用。有研究指出，家庭關系可能是影響父母嚴厲管教與兒童適應間關系的重要因素（Lee & Watson, 2017;Xing & Wang, 2017）。據此，本研究推測，家庭關系層面的因素（如家庭親密度）可能在父母嚴厲管教與兒童焦慮的關系中起重要作用。

家庭親密度是衡量家庭關系的一個重要維度，是指各家庭成員通過家庭內部的歸屬感和認同感來表達的親密感，同時也是家庭成員之間的情感紐帶（Johnson, Lavoie, & Mahoney, 2001）。首先，家庭成員之間的互動模式可能影響家庭親密度。例如，有研究顯示，體罰等攻擊性教養(yǎng)方式與家庭親密度存在顯著負相關（Carvalho,Fernandes, & Relva, 2018; Lee & Watson, 2017）。其次，研究發(fā)現，家庭親密度可能在一定程度上減輕兒童焦慮等內化問題（王美芳, 張燕翎, 于景凱,邢曉沛, 2012; Priest & Denton, 2012）?；诖耍狙芯客茰y家庭親密度可能在父母嚴厲管教與兒童焦慮間起中介作用。

值得注意的是，已有研究大多僅考察父母一方的嚴厲管教與兒童的關系（Lee, Perron, Taylor, &Guterman, 2011），或將父母雙方作為整體進行考察（Laskey & Cartwright-Hatton, 2009），鮮有研究分別考察父親和母親教養(yǎng)方式的不同作用。僅有的幾項相關研究表明，父母嚴厲管教與兒童焦慮的關系及其作用機制可能存在性別差異。例如，Wang 等（2016）研究發(fā)現，相比父親體罰，母親體罰對兒童焦慮的影響更大。另有研究發(fā)現，母親拒絕（而非父親拒絕）在父母焦慮與兒童焦慮之間起中介作用（馬月等, 2016）。父母雙方的嚴厲管教與兒童焦慮間關系及其機制的不一致性提示，有必要考察父親和母親嚴厲管教各自與兒童焦慮的獨特關系。此外，家庭系統(tǒng)理論認為，家庭是一個復雜的、有組織的系統(tǒng)，父親和母親在管教兒童時，既各自為政，又相互影響（張秀慧,王美芳, 劉莉, 2020; Cox & Paley, 2003）。因此，從家庭系統(tǒng)的角度出發(fā)，在同一模型中考察父親和母親嚴厲管教與兒童焦慮的關系，不僅更符合家庭成員間的真實關系狀況，而且能同時考察父親和母親管教與兒童發(fā)展間關系的關聯性和差異性。鑒于此，本研究擬在家庭系統(tǒng)理論的視角下，在同一模型中同時考察父母雙方的嚴厲管教行為（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮的關系，以及家庭親密度在二者關系中可能的中介作用，并在此基礎上進一步探討兒童性別在這一中介效應中的調節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

采取整群抽樣法，選取濟南市一所普通小學的642 名4～6 年級的小學生為被試，回收有效問卷605 份（男生304 名，女生301 名），問卷有效率為94.24%。其中，四年級166 名（10.10±0.31 歲），五年級265 名（11.07±0.34 歲），六年級174 名（12.03±0.30 歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 父母嚴厲管教（心理攻擊/體罰）量表

采用親子沖突解決策略量表（C T S P C）（Straus, Hamby, Finkelhor, Moore, & Runyan, 1998）中文修訂版的心理攻擊和體罰分量表測量小學兒童在最近一年內分別經歷父親、母親嚴厲管教的情況。本量表采用7 點計分方式，各分量表所有項目的總分即為嚴厲管教頻繁性得分?？偡衷礁?，表明越頻繁。已有研究表明，該量表的中文修訂版具有較高的信效度（宋占美, 王美芳, 王芳,2019）。本研究中，父親心理攻擊、父親體罰、母親心理攻擊和母親體罰分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.75、0.83、0.77 和0.83。

2.2.2 兒童焦慮量表

采用Spence 兒童焦慮量表中文版（Spence,1997）測查小學兒童的焦慮情況。該量表共有44 個項目，由分離焦慮、軀體傷害恐懼、社交恐懼、驚恐障礙、強迫沖動障礙和廣泛性焦慮6 個分量表構成。該量表采取0～3 的4 點計分，各分量表項目的總分作為各焦慮亞型的得分。得分越高，表明兒童焦慮水平越高。已有研究發(fā)現該量表的中文版具有較理想的信效度（宋占美等, 2019;王美芳等, 2015）。本研究中，總量表的Cronbach’s α系數為0.94，各分量表的Cronbach’s α 系數在0.70～0.90 之間。

2.2.3 家庭親密度問卷

采用費立鵬等（1991）修訂的家庭親密度與適應性量表第二版（FACESⅡ-CV）中的家庭親密度分量表測查小學兒童家庭親密度水平。該分量表共有16 個項目，采用1～5 的5 點計分法，所有項目的總分即為家庭親密度得分。得分越高，表明家庭親密度的水平越高。在本研究中，家庭親密度分量表的Cronbach’s α 系數為0.91。

2.3 數據處理

采用SPSS24.0 和AMOS24.0 進行描述統(tǒng)計、相關分析和有調節(jié)的中介分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素檢驗法（周浩, 龍立榮,2004）對數據進行共同方法偏差檢驗。結果發(fā)現，特征根大于1 的因子共有17 個，且最大因子方差的解釋率為20.40%，小于40%的臨界標準，說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 小學兒童焦慮的基本特點

對兒童焦慮的6 個維度進行2（兒童性別：男、女）×3（年級：四年級、五年級、六年級）的多因素方差分析（MANOVA）。結果表明（見表1），兒童焦慮各癥狀的性別主效應（Fs＜1.23,df=1,ps＞0.05），年級主效應（Fs＜1.70,df=2,ps＞0.05）以及性別與年級的交互效應（Fs＜0.81,df=2,ps＞0.05）均不顯著。

表 1 兒童焦慮的描述統(tǒng)計結果

表 2 各變量之間的相關

3.3 父母嚴厲管教、家庭親密度與兒童焦慮的相關分析

相關分析結果表明（見表2），父母心理攻擊和體罰與兒童焦慮各維度均呈顯著正相關（rs＞0.10,ps＜0.05），與家庭親密度均呈顯著負相關（rs＜?0.16,ps＜0.01），家庭親密度與兒童焦慮各維度均呈顯著負相關（rs＜?0.11,ps＜0.01）。

3.4 父母嚴厲管教與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應

構建結構方程模型， 采用偏差矯正的Bootstrap 法（抽取5000 次）分別檢驗家庭親密度在父母嚴厲管教的兩種方式（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮之間的中介效應。其中，年級為控制變量，父母心理攻擊和體罰是外源潛變量，是模型中的自變量，分別以心理攻擊和體罰分量表的各項目為觀測指標。兒童焦慮為內生潛變量，是模型中的因變量，以六個維度得分為觀測指標。之后，進一步采用多群組結構方程模型考察中介效應是否存在兒童性別差異。

3.4.1 父母心理攻擊與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應

首先檢驗父母心理攻擊對兒童焦慮的直接效應，結果顯示（見圖1），模型擬合良好：χ2/df=2.26，RMSEA=0.05，CFI=0.98，TLI=0.97。父親和母親心理攻擊均能顯著正向預測兒童焦慮（β父親=0.17, β母親=0.29,ps＜0.05）。在直接效應模型基礎上，加入家庭親密度這一中介變量，結果表明（見圖1），模型擬合良好：χ2/df=2.64，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96。父母心理攻擊與兒童焦慮之間的路徑系數降低（β父親=0.14, β母親=0.23,ps＜0.05），但依然顯著。父母心理攻擊顯著負向預測家庭親密度（β父親=?0.13, β母親=?0.23,ps＜0.05），家庭親密度顯著負向預測兒童焦慮（β=?0.26,p＜0.001）。父親和母親心理攻擊通過家庭親密度影響兒童焦慮狀況的95% 的置信區(qū)間分別為[0.004, 0.07]和[0.02, 0.10]，不包含0。這一結果表明，家庭親密度在父親和母親心理攻擊與兒童焦慮之間均起顯著的中介作用。

3.4.2 父母體罰與兒童焦慮：家庭親密度的中介效應

首先檢驗父母體罰對兒童焦慮的直接效應，結果顯示（見圖2）模型擬合良好：χ2/df=2.64，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96。母親體罰顯著正向預測兒童焦慮（β=0.25,p＜0.01），但父親體罰對兒童焦慮的直接效應不顯著（β=0.08,p＞0.05）。在直接效應模型基礎上，加入家庭親密度這一中介變量，模型擬合良好，χ2/df=2.82，RMSEA=0.06，CFI=0.96，TLI=0.95。母親體罰仍然可以顯著預測兒童焦慮（β=0.19,p＜0.01），但系數有所下降。母親體罰顯著負向預測家庭親密度（β=?0.18,p＜0.01），家庭親密度顯著負向預測兒童焦慮（β=?0.32,p＜0.001）。母親體罰通過家庭親密度影響兒童焦慮的95%置信區(qū)間為[0.02, 0.10]，不包含0，表明家庭親密度在母親體罰與兒童焦慮之間起顯著的中介作用。在加入中介變量之后，父親體罰對兒童焦慮的直接效應仍不顯著（β=0.06,p＞0.05），且父親體罰不能顯著預測家庭親密度（β=?0.07,p＞0.05）。家庭親密度通過父親體罰影響兒童焦慮的中介作用的95%置信區(qū)間為[?0.02, 0.06]，包含0，表明家庭親密度在父親體罰與兒童焦慮之間不起顯著中介作用。

圖 1 家庭親密度在父母心理攻擊與兒童焦慮間的中介作用模型

3.4.3 中介效應的兒童性別差異

采用多群組結構方程模型進一步考察家庭親密度在父母嚴厲管教（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮關系中的中介作用是否存在兒童性別差異。結果發(fā)現（見圖1、圖2），各中介模型均存在顯著的兒童性別差異（Δχ2s＞2.30,ps＜0.001）。進一步檢驗發(fā)現，母親嚴厲管教（心理攻擊/體罰）對家庭親密度的負向預測作用在女孩組比在男孩組中更強（男孩: β心理攻擊=?0.18,p＜0.05, β體罰=?0.06，p＞0.05; 女孩: β心理攻擊=?0.30, β體罰=?0.27,ps＜0.01），而父親嚴厲管教（心理攻擊/體罰）對家庭親密度的負向預測作用在男孩組比在女孩組中更強（男孩: β心理攻擊=?0.15, β體罰=?0.10,ps＞0.05; 女孩:β心理攻擊=?0.08, β體罰=?0.03,ps＞0.05）。此外，父親嚴厲管教（心理攻擊/體罰）對男孩焦慮的正向預測作用比女孩更強（男孩: β心理攻擊=0.17, p＞0.05,β體罰=0.21,p＜0.05; 女孩: β心理攻擊=0.13, β體罰=?0.14,ps＞0.05）。母親體罰對女孩焦慮的正向預測作用高于男孩（男孩: β=0.08, p＞0.05; 女孩: β=0.32,p＜0.01），而母親心理攻擊對女孩焦慮的正向預測作用低于男孩（男孩: β=0.26, p＜0.01; 女孩: β=0.19,p＞0.05）。家庭親密度對女孩焦慮的負向預測作用顯著高于男孩（男孩: β心理攻擊=?0.20, β體罰=?0.27,ps＜0.01; 女孩: β心理攻擊=?0.32, β體罰=?0.37,ps＜0.001）。

圖 2 家庭親密度在父母體罰與兒童焦慮間的中介作用模型

4 討論

本研究在家庭系統(tǒng)理論的視角下，考察了父母雙方的嚴厲管教行為（心理攻擊/體罰）與兒童焦慮的關系，以及家庭親密度在二者關系中可能的中介作用。結果發(fā)現，家庭親密度在父母心理攻擊和母親體罰與兒童焦慮之間起顯著中介作用，且家庭親密度的中介作用存在顯著的兒童性別差異。具體討論如下。

4.1 父母嚴厲管教與兒童焦慮：家庭親密度的中介作用

本研究發(fā)現，父母心理攻擊和母親體罰既可能直接增加兒童焦慮，也可能通過降低家庭親密度間接增加兒童焦慮。一方面，父母心理攻擊和母親體罰可以直接預測兒童焦慮。這可以由父母接受–拒絕理論（Rohner, 2004）解釋，兒童可能會將父母嚴厲管教解釋為父母對自己的拒絕，并因此產生焦慮。另一方面，父母心理攻擊以及母親體罰可以通過降低家庭親密度間接增加兒童焦慮。原因可能在于，父母心理攻擊和母親體罰可能是家庭關系中的一種不和諧因素，會對夫妻關系和親子關系造成不良影響（Zvara et al., 2015），并導致整個家庭的家庭親密度下降。家庭親密度的下降可能會從兩個方面影響兒童焦慮水平。首先，家庭親密度下降會導致兒童得到的家庭成員支持數量和支持程度下降，當面臨壓力因素時，他們更容易產生焦慮（從恩朝, 吳彥, 徐一峰,2019）。第二，家庭親密度下降會使兒童感受到一系列威脅（如擔心家庭關系破裂）從而使其焦慮水平升高。

與上述結果不一致的是，本研究發(fā)現，父親體罰對兒童焦慮的直接和間接效應均不顯著。原因可能在于，首先，在當前中國社會，母親仍是兒童的最主要教養(yǎng)者（Wong, Chen, Goggins, Tang, &Leung, 2009）。與母親相比，父親接觸孩子的時間和機會更少（杜鳳蓮, 王文斌, 董曉媛, 2018）。其次，父親嚴厲管教的頻繁性比母親更低，因此其對孩子造成負面影響的可能性也更小。最后，父親體罰的頻繁性顯著低于心理攻擊（Wang et al.,2016）。因此，在父親參與程度較低的情況下，低頻繁性的父親體罰可能更不足以直接引發(fā)兒童焦慮。同時，低頻繁性的父親體罰可能也不會對家庭親密度產生顯著影響，從而間接影響兒童焦慮。

4.2 兒童性別的調節(jié)作用

本研究發(fā)現，家庭親密度的中介效應存在顯著的兒童性別差異。具體而言，父親嚴厲管教對男孩焦慮和家庭親密度的預測作用更強，而母親嚴厲管教對女孩家庭親密度的預測作用更強，母親體罰對女孩焦慮的預測作用更強。這一結果總體上支持了同性別假設，即當父母對同性別兒童（父親對兒子，母親對女兒）實施嚴厲管教時，負面影響可能會更大（Deater-Deckard & Dodge,1997）。原因可能在于，基于性別具體化社會學習模型，兒童更可能將同性別家長視作行為榜樣（Deater-Deckard & Dodge, 1997），因此他們可能更在意同性別父母的教養(yǎng)行為（Wang, Xing, &Zhao, 2014）。當同性別父母實施嚴厲管教時，兒童更可能將其視為父母拒絕自己或不愛自己的表現，從而影響其對家庭親密度的感知，并產生焦慮情緒。此外，較之男孩，家庭親密度對女孩焦慮的負向預測作用更強，這可能是由于女孩對家庭關系的感知更加敏感。因此，當家庭親密度下降時，女孩會比男孩感受到更多威脅，從而導致更高的焦慮水平。

然而，與大多數研究結果不一致的是，本研究發(fā)現母親心理攻擊對女孩焦慮的正向預測作用顯著低于男孩。其原因可能有以下兩點。第一，由于母親更多地參與女孩的教養(yǎng)（Simons, Whitbeck,Conger, & Wu, 1991），且在傳統(tǒng)的中國家庭中，女孩較男孩更多地協(xié)助母親處理家庭事務（Wang et al., 2014）。因此女孩可能比男孩更了解母親，她們更容易質疑母親心理攻擊語言中的行為是否會真實發(fā)生。當兒童產生這一質疑時，母親心理攻擊對其焦慮的影響會隨之下降（Yau, Smetana, &Metzger, 2009）。因此較之男孩，母親心理攻擊對女孩焦慮的預測作用可能更弱。第二，盡管父母嚴厲管教對同性別兒童的負面影響更大，但是也有研究顯示，母親對女孩實施心理攻擊的頻繁性顯著低于男孩（Wang & Liu, 2018）。因此，低頻繁性的心理攻擊也可能是母親嚴厲管教對女孩焦慮影響更小的一個原因。

4.3 研究的貢獻、局限與展望

本研究從家庭系統(tǒng)角度出發(fā)，深入考察了父親和母親的嚴厲管教對兒童焦慮的影響及其作用機制，從家庭系統(tǒng)的視角為提高家庭關系質量、緩解兒童焦慮提供了一定的科學依據。本研究認為，采取有效措施營造良好的家庭氛圍，提高家庭親密度，同時鼓勵父母采取鼓勵、溫情等積極的管教策略，減少嚴厲管教行為將有助于緩解兒童焦慮，促進兒童的身心健康發(fā)展。

盡管如此，研究仍然存在一些局限。首先，數據主要來自兒童報告，單主體報告可能帶來一定的數據偏差。未來研究可以采用多主體報告的方法，以提高數據的可靠性。其次，本研究為橫斷研究，無法對變量間關系進行因果推論，未來研究可以采用縱向研究，對二者的因果關系及其機制進行深入探討。

5 結論

（1）父母心理攻擊和母親體罰可能直接增加兒童焦慮，也可能通過降低家庭親密度間接增加兒童焦慮；（2）家庭親密度在父母嚴厲管教與兒童焦慮間的中介作用存在顯著的兒童性別差異。